高管縱向兼任對企業避稅的影響

李百興 宋弋戈

【摘要】高管縱向兼任在企業中占據了半壁江山， 受到企業管理者、外部監管部門等各方利益相關者的普遍關注， 成為近年來會計學領域的熱點話題。 本文基于2007 ～ 2020年滬深A股上市公司樣本， 采用OLS回歸、Heckman兩階段回歸等方法， 研究高管縱向兼任對企業避稅行為的影響及其影響機制， 以及在高管縱向兼任影響企業避稅行為的過程中， 機構投資者持股和審計師選擇發揮的調節作用。 研究結果表明： 高管縱向兼任與企業避稅程度顯著正相關， 機構投資者持股和四大會計師事務所審計能夠顯著抑制高管縱向兼任與企業避稅程度的正相關關系。 進一步分析表明， 高管縱向兼任會加劇代理問題， 增強企業的融資約束， 從而提高企業的避稅程度。

【關鍵詞】高管縱向兼任;企業避稅;機構投資者;審計師選擇

【中圖分類號】F272? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2022）14-0024-9

一、引言

大股東為了更好地管理下屬上市公司， 外派自己公司的董事、高管前往下屬上市公司兼任董事長或總經理， 這一現象在實務界十分普遍。 據統計， 2007 ～ 2020年我國存在高管縱向兼任的上市公司占總體樣本的49%。 Claessens等[1] 研究發現， 大股東通常會運用金字塔持股結構、雙層股權結構、交叉持股及高管縱向兼任這四種方法來強化自身對下屬公司的控制， 但是受限于數據的可得性， 他們僅研究了前三種控制方法的影響， 未對高管縱向兼任進行具體、深入的探索。

近年來， 相應的數據逐漸完備， 學者們紛紛涉入高管縱向兼任領域， 高管縱向兼任成為公司治理、財務會計等方向的前沿熱門話題。 近期發表的文章從企業價值、會計信息質量、現金持有量、股價崩盤風險、企業投資效率等方面對高管縱向兼任的影響進行了分析研究。 關于高管縱向兼任產生的各種經濟后果的影響機制， 學者們提出了兩個不同的方向： 一部分學者認為， 這種雙重任職模式減少了大股東與管理層之間的利益沖突， 有利于大股東的綜合治理， 并發揮了大股東的“監督效應”， 約束管理層的經營決策; 另一部分學者認為， 這種雙重任職模式強化了大股東的權利， 不利于中小股東利益的保護， 提高了企業內外部信息不對稱程度， 增加了代理成本。 目前， 學術界對于高管縱向兼任這種治理模式的利弊存在較大的爭議， 而且相關文獻尚無從企業避稅方面探究高管縱向兼任經濟后果的研究成果。

避稅對于企業來說是一把“雙刃劍”， 在減輕稅負的同時也需要企業付出一定的成本。 在進行納稅籌劃的過程中， 管理層很可能為了企業利潤或個人利益， 采用“黑箱”操作避稅， 這會給企業帶來較大的內部和外部風險。 在當今復雜多變的經濟環境下， 管理層實施避稅活動的激進程度受到高管評估以及應對風險的能力和態度的影響。 事實上， 不同企業的避稅程度存在著較大的差異， 這在一定程度上也是由于不同高管對于避稅成本和收益的考量不同。 當前， 企業避稅相關的文獻聚焦于研究企業避稅程度差異產生的原因， 即影響企業避稅的因素。 Hanlon和Heitzman[2] 對現有研究進行了梳理， 發現目前學者主要將影響企業避稅的因素歸為公司特征、股權激勵、所有權結構三方面， 但是對于具體的公司治理行為則關注不足， 特別是從公司治理的視角來考察高管縱向兼任是否影響企業避稅行為的研究尚付闕如。

基于此， 筆者在厘清高管縱向兼任影響企業避稅內在邏輯的基礎上， 以2007 ～ 2020年滬深A股上市公司數據為樣本， 探究高管縱向兼任直接或間接影響其避稅行為的機理， 揭示高管縱向兼任對企業避稅行為的影響及其影響機制。

本文可能的貢獻主要有以下三個： ①豐富了企業避稅影響因素方面的文獻。 Dyreng等[3] 的研究已證實管理層固定效應與企業避稅程度存在相關關系， 但目前并沒有進一步的研究證實管理層的何種特征對企業避稅產生影響。 本文認為管理層的異質性體現在管理層的治理結構上。 研究發現高管縱向兼任會顯著提高企業的避稅程度， 這一發現補充了公司管理層治理與企業避稅活動之間關系的相關研究， 對于實際的稅收征管工作也有啟示作用。 ②拓展了高管縱向兼任經濟后果的研究范疇。 先前的研究主要集中在高管縱向兼任對企業價值、風險承擔和會計信息質量等方面的影響， 而本文則是將高管縱向兼任經濟后果的研究進一步拓展至企業的避稅行為， 在一定程度上支持了職業經理人理論， 有助于企業認識并理解這一重要的公司治理方式， 推動公司治理的發展與進步。 ③本文的研究結論表明， 高管縱向兼任會提升企業的避稅程度， 加劇代理問題， 提高企業的融資約束， 從而使得企業的避稅行為更加激進。 而機構投資者和四大審計師可以通過“內部監督”和“外部監督”兩個方面顯著抑制高管縱向兼任與企業避稅程度的正相關關系， 這一結論深化了我們對高管縱向兼任影響企業避稅機制的認知。

二、文獻綜述與研究假設

（一）高管縱向兼任與企業避稅

高管縱向兼任是指大股東公司的董事或高管到上市公司兼任董事長或總經理[4] ， 這種現象在上市公司中廣泛存在。 一方面， 高管縱向兼任有助于大股東監督下屬公司， 約束上市公司管理層， 緩解代理沖突。 現有研究發現， 高管縱向兼任能夠提升企業的會計信息質量[5] ， 增加企業風險抵抗能力。 隨后一些學者指出， 高管縱向兼任帶來的監督效應還能夠約束大股東的隧道行為， 促使投資效率提升[6] ， 降低股價崩盤風險。 另一方面， 高管縱向兼任加強了控股股東對下屬公司的掌控程度， 可能會加劇大股東利益侵占行為及代理沖突。 現有研究發現， 存在高管縱向兼任的企業， 管理層受到大股東的控制， 更偏好于關聯交易與各種擔保， 信息披露程度較低， 企業價值較低[4] ， 股價崩盤風險較高， 抑制了公司創新[7] ， 提高了債務資本成本。 對于高管縱向兼任的利弊， 理論界和實務界存在著較大的爭議， 探討高管縱向兼任與企業避稅的關系是個新的領域。

企業避稅實質上是一項風險性投資， 對于企業而言， 避稅行為在降低稅負成本、實現收益的同時也要承擔相應的成本。 一方面， 企業實施避稅活動可以為企業帶來可觀的節稅收益。 Scholes等[8] 的研究表明， 采取有效的稅收規避措施能夠為企業帶來較高的收益。 就我國的稅收政策來看， 2007年之后企業所得稅稅率調整為25%， 企業實施納稅籌劃的獲益空間較大。 另一方面， 企業實施避稅活動也需要付出相應的成本。 這個成本包括直接成本， 即納稅籌劃成本、訴訟成本以及應對稅務當局監管的費用等， 還包括間接成本， 即委托代理成本、企業聲譽損失以及稅務稽查風險等潛在的成本。 實施避稅活動的企業通常會通過“灰色”手段掩蓋其避稅行為， 例如轉移資產、關聯交易、并購等。 過激的避稅行為可能會使企業面臨嚴重的政治懲罰， 損害企業的聲譽以及管理層自身的聲譽。 Desai和Dharmapala[9] 的研究表明， 企業的避稅程度越高， 管理層尋租的可能性越大， 管理層一般會利用復雜且不透明的交易來實施激進的避稅活動。

本文將考察高管縱向兼任對企業避稅的影響。 高管縱向兼任之所以能影響企業避稅， 有以下三個理由：

1. 高管縱向兼任會增強企業的避稅動機。 根據大股東掏空理論， 高管縱向兼任提高了大股東的控制力， 為大股東侵占或者轉移企業資源提供了便利， 使得企業現金資源流失。 企業避稅可以直接節約企業納稅支出， 增加企業的可支配現金流。 而且存在高管縱向兼任的企業融資難度較大， 高管縱向兼任加劇了第一類和第二類代理問題， Lin等[10] 的研究表明， 控股股東的強大控制權引發了較嚴重的掏空問題， 增加了監督成本和銀行面臨的信用風險， 進而增加了企業的債務資本成本。 投資者會充分預期管理層或控股股東的利益攫取行為， 進而謀求更高的風險溢價。 避稅能夠在短期內快速為企業減負， 提升企業的即時盈利能力， 為企業爭奪在資本市場上的話語權。 除此之外， 在金字塔結構的背景下， 企業兩權分離引發股東之間的代理問題， 而縱向兼任的高管會加劇大股東短視行為， 企業更容易為了短期利益而選擇激進的避稅行為。

2. 高管縱向兼任會擴大企業避稅空間。 一方面， 高管縱向兼任加劇了企業代理問題和信息不對稱程度， 給企業避稅活動提供了機會; 另一方面， 高管縱向兼任也提高了管理層進行避稅的能力， 使得對其進行監管的難度增加。 高管縱向兼任會降低大股東和上市公司高管之間的“合謀”成本， 加劇大股東的“掏空行為”。 鄭杲娉等[4] 的研究發現， 高管縱向兼任會增加與擔保相關的關聯交易的次數與金額， 對公司價值造成負向影響。 大股東通過高管縱向兼任更容易進行關聯交易、轉移資源， 以更低的成本掩蓋避稅行為。 除此之外， 高管縱向兼任也會提高管理層進行避稅活動的能力。 “掏空共謀”假說認為， 控股股東為了獲得高管的支持， 借助高管為自己進行利益輸送， 往往會讓渡更大的權力給高管， 這也為上市公司高管進行納稅籌劃提供了更大的空間。 高管縱向兼任的企業避稅能力更強， 更容易與大股東合謀采取不透明、復雜的交易進行避稅。 同時， 由于大股東的權力集中， 來自企業內部的監督約束力下降， 因此， 為了謀求避稅帶來的超額收益， 存在高管縱向兼任的企業更加傾向于施行激進的避稅行為。

3. 高管縱向兼任會提高企業避稅的風險容忍程度。 避稅行為的風險不可小覷， Frischmann等[11] 發現避稅失敗上繳給稅務機關的罰息大約為預計避稅收益的40%， 聲譽上的損失則更為嚴重。 對于管理層而言， 管理層聲譽是企業避稅的重要影響因素， 良好的聲譽往往伴隨著企業的高實際稅率。 根據經理人市場理論， 由于大股東對企業總經理等高管的任免存在干預行為， 選聘和激勵機制都違背了市場化特征， 不利于職業經理人市場的流動性和完善聲譽激勵機制。 高管縱向兼任受經理人市場聲譽約束較小， 受大股東經營業績壓力的影響較大， 上市公司高管會更加專注于為大股東創造利潤， 進而采取積極的納稅籌劃手段。 對于企業而言， 過去普遍認為高管縱向兼任會帶來一系列問題， 相關法律法規對此進行了嚴格的約束。 2001年， 證監會設定了“五分開”， 要求公司在業務、資產、人員、財務等方面與控股股東分開。 2018年， 《公司法》要求國有獨資公司董事、高管的兼任行為必須得到管理機構的批準。 在這樣的背景下， 企業選擇利用高管縱向兼任這一方式加強大股東的控制， 反映了企業本身的風險偏好更強， 為了獲得某種“好處”愿意承擔一定的法律風險， 這和避稅行為相契合。

因此， 本文提出假設1：

假設1： 高管縱向兼任與企業避稅程度正相關。

（二）高管縱向兼任、機構投資者持股與企業避稅

Schadewald[12] 的研究表明， 避稅給企業帶來收益的同時， 也需要其付出高額咨詢費和更高的資本成本借款等代價。 機構投資者收集和處理信息的能力相較于其他關聯方更強， 并且有顯著的信息外溢效應， 能夠有效提升企業信息透明度。 此外， 股權結構中， 機構投資者持股占比越高， 越能夠通過提案等方式改善企業治理。 現有研究表明， 機構投資者持股能夠減少公司違規[13] ， 抑制企業避稅行為， 降低企業費用粘性[14] 等。

機構投資者持股能夠抑制高管縱向兼任與企業避稅程度的正相關關系至少有以下兩方面原因：

1. 機構投資者持股可以通過監督大股東行為降低企業避稅程度。 根據“有效監管”假說， 機構投資者是公司治理的重要外部監督者， 監督大股東的“掏空共謀”等行為， 使管理層避稅動機減小、避稅難度上升。 因此， 機構投資者持股比例越高， 對企業的內部監督作用就越強， 越能夠抑制高管縱向兼任對企業避稅的正向影響[15] 。

2. 機構投資者持股可以通過改變企業的風險態度降低企業避稅程度。 朱玉杰、倪饒然[16] 的研究表明， 機構投資者持股比例越高， 企業的風險承擔水平越低。 因此， 機構投資者通過風險管控， 可以降低企業的風險承擔水平， 改變企業對待避稅風險的態度， 進而遏制企業實施激進的避稅活動。

因此， 本文提出假設2：

假設2： 機構投資者持股能夠抑制高管縱向兼任與企業避稅程度的正相關關系。

（三）高管縱向兼任、審計師選擇與企業避稅

企業在聘用不同的審計師時存在機會主義動機。 審計作為獨立于企業和其利益相關者之外的第三方， 對企業發布的財務信息起到監督作用。 正基于此， 企業如果聘請業務能力強、聲譽好的大型會計師事務所進行審計， 會對企業形成外部的監督制約。 同時， 從信號傳遞理論的角度來看， 聘請高質量的審計師是傳遞企業積極信息的有效方法。 企業在做長期戰略規劃和經營決策時會受到利益相關者的影響， 因此， 企業會向利益相關者傳遞自身財務狀況良好的信號。

四大會計師事務所審計能抑制高管縱向兼任與企業避稅程度的正相關關系至少有以下兩方面原因：

1. 四大會計師事務所審計可以通過“外部監督”降低企業避稅程度。 企業避稅活動與日常經營活動往往很難區別開， 存在高管縱向兼任的企業， 業務活動更加復雜， 避稅活動更加隱匿。 四大會計師事務所是高質量審計的代表。 從聲譽理論、規模經濟理論和深口袋理論層面分析， 大型會計師事務所通常會實施更嚴格的審計程序， 加大對審計風險的把控。 因此， 企業選擇四大會計師事務所審計對企業的外部監督作用更強， 也更能夠抑制高管縱向兼任對企業避稅的正向影響。

2. 四大會計師事務所審計可以通過削弱企業避稅動機降低企業避稅程度。 對于選擇大型會計師事務所進行審計的企業而言， 管理層可以借助外界對大型會計師事務所的認可， 向中小股東、供應商、客戶等利益相關者傳遞企業經營狀況佳、業績好的信號， 提升企業的信譽和形象， 降低企業的融資成本， 加速企業內部的資金循環， 進而遏制企業為了追求短期利益而實施激進避稅行為的動機。

因此， 本文提出假設3：

假設3： 企業選擇四大會計師事務所審計， 能夠抑制高管縱向兼任與企業避稅程度的正相關關系。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文以2007 ～ 2020年A股上市公司為初始研究樣本， 研究高管縱向兼任對企業避稅的影響， 數據均來源于CSMAR數據庫和Wind數據庫。 本文對初始研究樣本進行如下篩選： ①剔除金融行業公司樣本。 與其他行業相比， 金融行業的財務報表具有一定的特殊性。 ②剔除數據存在缺失值的樣本。 ③剔除ST和?ST公司， 因為陷入財務困境的企業的績效可能與其他企業存在較大差異， 為保證結論的可靠性， 避免樣本偏差影響結論， 予以剔除。 為消除異常值的影響， 本文對所有連續變量在1%和99%的水平上進行了縮尾處理。 經過以上篩選， 最終得到26922條觀測值。 本文使用Stata 16.0軟件進行數據分析。

（二）研究變量

1. 被解釋變量。 本文借鑒劉行等[6] 的方法， 采用會計—稅收差異（BTD）來表示企業避稅程度。 具體而言， BTD=（稅前會計利潤-應納稅所得額）/期末總資產。 應納稅所得額=當期所得稅費用/名義所得稅率。 BTD的值越大， 意味著會計利潤與應納稅所得額的差異越大， 從而企業避稅活動的激進程度越高。

2. 解釋變量。 本文借鑒潘紅波和韓芳芳[5] 的研究， 將高管縱向兼任（AM）定義為“大股東公司的董事或高管到上市公司兼任董事長或總經理”， 如果存在高管縱向兼任現象， 則AM 取值為1， 否則為0。

3. 控制變量。 本文綜合參考其他企業避稅方面的相關文獻， 選擇公司規模（Size）、資產負債率（Lev）、總資產凈利潤率（Roa）、產權性質（Soe）、成長性（Growth）、第一大股東持股比例（Top1）、賬面市值比（Bm）、董事人數（Board）、兩職合一（Dual）、獨立董事比例（Indep）、大股東資金占用（Occupy）、托賓Q值（TobinQ）、現金流比率（Cashflow）作為控制變量， 同時控制了年度（Year） 和行業（Industry）變量。

4. 調節變量。 機構投資者持股（Inst）： 采用機構投資者持有的股份數占公司股份總數的比值衡量。 審計師選擇（Big4）： 對上市企業財務報表進行審計的第三方機構是否屬于國際四大會計師事務所。 各會計師事務所之間的差異體現在諸多方面。 國際四大會計師事務所的整體實力以及社會對其認可程度相對于其他會計師事務所更高。 所以， 本文在對企業所選擇的會計師事務所進行界定時， 主要依據的是會計師事務所是否屬于國際四大。

變量的詳細計算方法見表 1。

（三）回歸模型

本文設計了如下回歸模型（1）， 用于檢驗假設1：

BTDi，t=β0+β1AM+β2Controls+Yeari，t+

Industryi，t+εi，t? ? ?（1）

設計如下模型（2）， 用于檢驗假設2：

BTDi，t=β0+β1AM+β2AM×Inst+β3Inst+

β4Controls+Yeari，t+Industryi，t+εi，t? ? ?（2）

設計如下模型（3）， 用于檢驗假設3：

BTDi，t=β0+β1AM+β2AM×Big4+β3Big4+

β4Controls+Yeari，t+Industryi，t+εi，t? （3）

本文主要依據解釋變量AM的估計系數β1的正負及其顯著性來判定高管縱向兼任與企業避稅程度之間的關系。 若高管縱向兼任變量的估計系數β1顯著為正（負）， 表明高管縱向兼任與企業避稅程度顯著正（負）相關， 否則高管縱向兼任對企業避稅程度不存在顯著影響。

四、實證分析

（一）描述性統計

對初始研究樣本進行篩選后， 共保留26922條公司—年度觀測值。 表2報告了主要變量的描述性統計結果。

研究期間樣本企業高管縱向兼任（AM）的均值為0.4900， 即存在高管縱向兼任的公司—年度觀測值占樣本總量的49%， 表明我國上市公司高管縱向兼任的現象較為普遍。

研究期間樣本企業避稅程度（BTD）的均值為0.0003、標準差為0.0270、中位數為-0.0012、最小值為-0.1400、最大值為0.3300。 BTD的平均值大于0， 表明平均而言， 會計利潤要高于應納稅所得額。 從整體上來看， 研究期間樣本企業普遍存在避稅現象， 但也有一些樣本企業整個研究期間應納稅所得額高于會計利潤。 因此， 樣本企業在避稅方面存在明顯的異質性。 穩健性檢驗中使用的避稅程度（DDBTD） 的均值為0.0001， 這源于其取值于模型的殘差， 從而均值接近于0。

審計師選擇（Big4）的均值為0.0630， 說明有6.3%的樣本企業選擇“四大”會計師事務所對財務報表進行審計; 機構投資者持股（Inst）的均值為0.3800， 標準差為0.2400， 說明機構投資者持股較為普遍， 并且不同企業表現出明顯的異質性; 產權性質（Soe）的均值為0.3900， 說明有39%的樣本企業為國有企業; 第一大股東持股比例（Top1）的均值為0.3500， 最大值為0.7600， 最小值為0.0840， 一般認為第一大股東持股比例在34%以上時控制權是穩固的。

另外， 本文其他變量的分布均在合理范圍內。

（二）相關性分析

本文計算了主要變量的Pearson相關系數。 高管縱向兼任（AM）與企業避稅程度（BTD） 的相關系數值為0.007， 且在1%的水平上顯著， 表明高管縱向兼任與企業避稅程度正相關。

主要變量的相關系數均小于0.4， 表明主要變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。 限于篇幅， 具體數值未予列示。

（三）回歸分析

表3報告了模型（1）、模型 （2）、模型 （3）的回歸結果。

第二列只控制了年度和行業效應， 高管縱向兼任與企業避稅程度在1%的水平上顯著正相關。 第三列在控制了年度和行業效應后， 加入了公司基本特征變量、公司治理特征變量， 高管縱向兼任的系數仍然為正， 且在1%的水平上顯著， 表明在控制了其他影響因素后， 高管縱向兼任仍然對企業避稅程度有正向影響。 假設1得到支持， 即高管縱向兼任能夠顯著提升企業避稅程度。

第四列在控制了年度、行業效應和控制變量后， 加入調節變量機構投資者持股和高管縱向兼任的交乘項， 交乘項的系數為負， 且在1%的水平上顯著。 假設2得到支持， 即機構投資者持股能夠抑制高管縱向兼任與企業避稅程度的正相關關系。

第五列在控制了年度、行業效應和控制變量后， 加入調節變量審計師選擇和高管縱向兼任的交乘項， 交乘項的系數為負， 且在5%的水平上顯著。 假設3得到支持， 即企業選擇“四大”會計師事務所審計時， 能夠抑制高管縱向兼任與企業避稅程度的正相關關系。

（四）穩健性檢驗

為進一步增強研究結論的可靠性， 本文還做了替換變量和Heckman兩階段回歸檢驗。

1. 替換變量。 借鑒劉行等[6] 和Desai等[9] 的方法， 使用扣除應計利潤影響之后的會計—稅收差異（DDBTD）來表示企業避稅程度， 通過進行變量替換檢驗結論的穩健性。 具體而言， DDBTD由模型（4）計算得到：

BTDi，t=αTACCi，t+μi+￡i，t （4）

TACC為總應計利潤， TACC=（凈利潤-經營活動產生的凈現金流）/總資產。 μi表示公司i在樣本期間內殘差的平均值， ￡i，t表示t年度殘差與公司平均殘差μi的偏離度。 DDBTD=μi+￡i，t， 代表BTD中不能被應計利潤解釋的那一部分。

如表4所示， 第二列只控制了年度和行業效應， 高管縱向兼任（AM）與企業避稅程度（DDBTD）在 1% 的水平上顯著正相關。 第三列在控制了年度和行業效應后， 加入了公司基本特征變量、公司治理特征變量， 高管縱向兼任的系數仍然為正， 且在 1%的水平上顯著， 表明在控制了其他影響因素后， 高管縱向兼任仍然對企業避稅程度有正向影響， 通過了穩健性檢驗。

2. Heckman兩階段回歸。 由于某些因素可能會同時對高管縱向兼任以及企業避稅程度產生影響， 例如公司的代理成本（Mfee）、資產負債率（Lev）、總資產凈利潤率（Roa）、公司規模（Size）等， 這會引發內生性問題干擾實證研究的結果。 因此， 本文采用Heckman兩階段模型來緩解內生性問題。 具體模型如下：

Pr（AM=1）i，t=β0+β1Mfee+β2Lev+β3Roa+

β4Size+Yeari，t+Industryi，t+εi，t （5）

BTDi，t+1=β0+β1AM+β2IMR+β3Controls+

Yeari，t+Industryi，t+εi，t? （6）

首先， 在第一階段的模型中把相關影響因素考慮進來， 第一階段回歸有三個變量顯著， 顯著性水平均為1%， 包括代理成本（Mfee）、資產負債率（Lev）、公司規模（Size）， 對應的系數為 0.186、0.227、-0.898， 說明公司代理成本越高、資產負債率越高、公司規模越小則越有可能選擇高管縱向兼任。 然后， 在第二階段的回歸中加入第一階段獲得的逆米爾斯比率（IMR）， 表5匯報了第二階段的回歸結果， 即控制了逆米爾斯比率（IMR）后， 高管縱向兼任的系數依然顯著， 這說明在考慮內生性因素可能造成的選擇性偏差后， 本文的結論依然成立。

五、拓展性研究

（一）融資約束的中介作用

根據前文的理論分析， 高管縱向兼任會減少企業內部的現金流， 提高企業的融資約束， 進而增強企業避稅的動機。 高管縱向兼任提高了大股東的控制權， 可能加劇“大股東掏空”行為， 使得企業現金資源流失， 并且還會引發大股東和中小股東的代理問題， 提高企業融資難度。 而避稅能夠節約企業稅務支出， 減少企業內部現金流出。 由此可以推斷， 當企業存在高管縱向兼任時， 企業的融資約束會提高， 高管更有動機違背企業穩定發展的目標， 追逐短期利益， 實施激進的避稅行為。

具體模型設定如下：

KZi，t=α0+α1AM+α2Controls+Yeari，t+

Industryi，t+εi，t? ?（7）

BTDi，t=γ0+γ1AM+γ2KZi，t+γ3Controls+

Yeari，t+Industryi，t+εi，t? ?（8）

模型（7）中， KZ指數等于-1.001909×經營性凈現金流/總資產+3.139193×資產負債率-39.3678×股利/總資產-1.314759×現金持有水平/總資產+0.2826389×托賓Q 值。 KZ指數表示融資約束， KZ指數值越大， 表示企業面臨的融資約束程度越高。

首先對模型（1）進行檢驗， 前文已驗證了模型（1）中 AM 的系數β1顯著為正。 然后， 檢驗模型（7）與模型（8）中系數α1和γ2是否顯著： 如表6所示， 模型（7）中AM的系數α1顯著為正， 說明高管縱向兼任與融資約束顯著正相關; 模型（8）中融資約束的系數γ2為0.002， 且在1%的水平上顯著。 通過以上檢驗可知， 高管縱向兼任能夠通過提升融資約束來提高企業避稅程度。

（二）管理層持股的中介作用

根據前文的理論分析， 高管縱向兼任會影響兩類代理問題， 降低企業避稅的機會成本， 提高企業避稅的風險容忍程度， 提高管理層實施避稅活動的能力。 因此， 高管縱向兼任更加傾向于施行激進的避稅策略。 基于大股東掏空理論， 高管縱向兼任可能使得大股東的控制權加強， 企業內部難以監督大股東的行為， 而由大股東委派的高管更可能通過與大股東勾結采取激進的避稅行為為大股東牟利。 高管持股比例反映了高管個人利益與公司利益的一致程度， 因此可以在一定程度上代表企業第一類代理問題的嚴重性。 由此可以推斷， 當企業存在高管縱向兼任時， 企業內部的第一類代理問題會更加嚴重， 即高管持股比例更低， 高管更可能違背企業穩定發展的目標， 追逐短期的利益， 采取激進的避稅行為。

具體模型設定如下：

Msharei，t=α0+α1AM+α2Controls+Yeari，t+

Industryi，t+εi，t? ? （9）

BTDi，t=γ0+γ1AM+γ2Msharei，t+γ3Controls+

Yeari，t+Industryi，t+εi，t? （10）

模型（9）中， Mshare為管理層持股比例。 檢驗步驟與前文一致。

結果如表7所示， 模型（9）中AM的系數α1顯著為負， 說明高管縱向兼任與上市公司管理層持股比例顯著負相關; 模型（10）中管理層持股比例的系數γ2為-0.013， 且在1%的水平上顯著。 通過以上檢驗可知， 高管縱向兼任能夠通過提升代理成本來提高企業避稅程度。

六、結論與啟示

（一）研究結論

本文利用2007 ～ 2020年A股上市公司的數據， 采用實證研究的方法探討了高管縱向兼任對企業避稅程度的影響， 得出如下研究結論：

第一， 上市公司存在高管縱向兼任將加強大股東的控制權， 增加大股東與上市公司高管“掏空共謀”的可能， 提高企業融資約束， 進而增強企業避稅的動機。 高管縱向兼任的存在， 使得企業高管傾向于提升企業避稅程度以謀求超額收益。 并且， 高管縱向兼任還加劇了企業的代理問題， 降低了企業避稅的機會成本和風險容忍程度， 提高了管理層實施避稅活動的能力， 使得企業避稅的收益大于成本， 從而更加傾向于采取激進的避稅行為。

第二， 高管縱向兼任對企業避稅程度的提升作用在機構投資者持股比例較低和非四大會計師事務所審計的企業中更為顯著。 機構投資者持股使得管理層避稅程度下降、避稅難度上升; 審計作為獨立于企業和其利益相關者的第三方， 對企業起到監督作用， 對企業形成外部的監督制約， 約束上市公司的避稅行為。

（二）研究啟示

筆者從上述研究結論得到如下啟示， 并嘗試給出一些相應的建議：

第一， 稅收監管可以重點關注存在高管縱向兼任的企業。 企業避稅過程中存在很多“灰色”地帶， 合法的納稅籌劃與逃稅漏稅之間的界限并不是那么清晰。 部分企業為了獲得超額利益， 采取過激的避稅手段， 這將大大降低國家的財政收入， 影響公共資源的有效配置。 稅收征管部門應當對企業避稅行為進行嚴格的監管。 本文的研究表明存在高管縱向兼任的企業更傾向于采取激進的避稅行為。 因此， 稅收征管部門需要重點關注存在高管縱向兼任的企業。

第二， 制定針對高管縱向兼任的懲戒措施。 本文的實證結果表明， 高管縱向兼任對企業健康發展尤為不利， 會引發“大股東掏空”、融資成本和經營風險上升等問題， 不利于企業的長遠發展。 高管縱向兼任不僅有損上市公司的利益， 還有損國家財政收入的穩定。 所以， 監管機構可以考慮對存在高管縱向兼任的上市公司進行罰款， 對兼任的高管提出警告等。 懲戒措施的缺乏顯著減小了我國相關法規對高管縱向兼任現象的約束力度， 可以在高管縱向兼任的懲戒方面加大立法和執法力度。

第三， 企業可以通過引入機構投資者和謹慎的審計師加強對高管縱向兼任的監督。 機構投資者可以強化內部監督， 審計師可以強化外部監督， 兩者都可以顯著地降低企業代理成本， 對大股東的行為形成制約， 遏制大股東與上市公司高管“掏空共謀”的現象， 進而約束企業的避稅行為。 這不僅有利于國家財政收入的穩定， 也有利于企業的長遠健康發展。

（三）研究不足與展望

本文實證分析了高管縱向兼任對企業避稅的影響， 但仍存在一些局限， 未來可以從以下兩個方面展開深入研究：

第一， 上市公司可能有較為復雜的股權結構（特別是各種集團型企業， 具有多層控股關系）， 本文沒有考慮兼任的層級問題， 例如上市公司存在二級兼任、三級兼任、多級兼任等情況。

第二， 本文驗證了高管縱向兼任對企業避稅程度的正向影響， 但由于企業納稅籌劃的綜合性與復雜性， 高管縱向兼任對企業避稅行為的影響具體作用于納稅籌劃的哪個方面， 也有待進一步探討。

一、引言

在新興市場國家， 兼任高管是大股東控制上市公司的有效手段[1] 。 我國作為新興市場國家， 全部A股上市公司中縱向兼任高管的占比已經超過50%[2] ， 然而對于縱向兼任高管這一特殊公司治理模式的態度及其發揮的作用， 監管層面和理論層面均存在一定的爭議。

在監管層面， 從“三分開”到“五分開”再到證監會最新提出的“三分開， 兩獨立”原則[3] ， 證監會一直在限制大股東兼任上市公司高管的行為， 抑制大股東對上市公司的掏空。 然而， 國務院國有資產監督管理委員會卻持不同的態度。 在國企改革中， 國資委更愿意實施大股東兼任高管這一公司治理制度， 以便更有效地控制國有上市公司， 減少內部人控制問題， 實現國有資產的保值增值[4] 。 在理論層面， 不同于其他公司治理方式， 縱向兼任高管具有雙重效應， 其不僅更加便于大股東監督管理者[5] ， 提高會計信息質量[6] ， 降低公司違規傾向和頻率[7] ， 同時也會加劇大股東對上市公司的掏空[8] ， 損害上市公司價值[4] ， 降低現金持有的價值相關性[9] 。

股權融資作為企業重要的融資方式之一， 推動著企業的正常運行以及資本市場資源的有效配置[10] ， 那么縱向兼任高管影響企業股權融資成本的作用機理是怎樣的呢？ 本文將對此展開理論分析與實證檢驗。

本文的研究貢獻在于： 第一， 首次從縱向兼任高管視角分析其對股權融資成本的影響。 將股權融資成本影響因素從一般公司治理機制延伸至縱向兼任高管這一特殊公司治理機制， 拓展了股權融資影響效應的相關理論。 第二， 為企業完善公司治理方式提供了新思路。 本文檢驗了縱向兼任高管對股權融資成本的影響機制， 發現縱向兼任高管通過加劇大股東掏空， 進而提高企業股權融資成本。 第三， 進一步分析了兼任職務類別、兼任強度、股權制衡度、董事會規模、審計質量不同的上市公司中， 各因素對縱向兼任高管與股權融資成本關系的影響， 為上市公司進一步制定完善的公司治理制度以對公司行為產生積極影響提供了經驗參考。

二、文獻評述

（一）縱向兼任高管經濟后果研究

在成熟的市場經濟中， 縱向兼任高管有助于緩解股東與管理者間的代理沖突， 提升公司價值[5] ， 家族企業大股東同時為該企業董事長或總經理可以提高家族企業價值[11] 。 而在轉型市場經濟中， 縱向兼任高管這一公司治理方式發揮著兩種不同的治理效應[6] 。 一方面， 縱向兼任高管便于大股東監管管理者的行為， 有效控制管理者的盈余管理動機， 降低公司違規傾向和頻率[7] ， 進而提高上市公司會計信息質量[6] 。 另一方面， 縱向兼任高管更加便于大股東掠奪中小投資者的利益， 對上市公司價值產生不利影響[4] ， 使得上市公司聘請“四大”進行審計的概率降低， 并且非國有企業將會面臨較高的審計費用[12] 。

（二）股權融資成本影響因素研究

國內外學者從多重視角研究了股權融資成本的影響因素， 本文主要從公司治理角度對已有文獻進行歸納梳理。 首先， 從內部治理角度來看。 蔣琰等[13] 研究認為， 董事會治理機制與股權融資成本呈顯著負相關關系。 同時， 完善的內部控制制度有利于降低股權融資成本[14] 。 而上市公司對管理層的股權激勵會使得管理者更加過度自信， 而過度自信管理者的行為會使得公司的股權融資成本更高[15] 。 對股權集中度與股權融資成本的關系學者們則持不同觀點： 有研究認為， 股權集中度較高時， 股東會發揮積極監督作用， 降低股權融資成本; 也有研究認為， 股權集中度較高便于大股東謀取私利， 從而提高股權融資成本。 其次， 從外部治理角度來看。 中小投資者法律保護和利益保護與股權融資成本呈負相關關系[16，17] 。 機構投資者的參與能夠有效監督公司治理行為， 從而降低股權融資成本[18] 。 此外， 現有研究表明， 信息披露質量[19，20] 、新會計準則的實施[21] 、管理層語調[22] 、關鍵審計事項[23] 、貿易摩擦[10] 等因素會對股權融資成本產生不同的影響。

綜上所述， 公司治理對股權融資成本的影響是國內外研究重點關注的問題。 學者們主要圍繞董事會治理、投資者保護等因素對股權融資成本的影響展開研究， 對于縱向兼任高管這一特殊治理方式會對股權融資成本產生何種影響， 鮮有學者進行討論。 在我國， 縱向兼任高管已廣泛存在于上市公司， 不同于其他公司治理機制， 該機制可以發揮“監督”和“掏空”兩種不同的治理效應， 從而產生不同的經濟后果。 那么縱向兼任高管會對企業股權融資成本產生何種影響？哪種效應將會占據主導地位？ 縱向兼任高管影響股權融資成本的傳導機制又是怎樣的？ 本文將以縱向兼任高管為出發點， 針對上述問題展開分析。

三、理論分析與研究假設

（一）縱向兼任高管與股權融資成本

作為一種特殊的公司治理機制， 縱向兼任高管具有雙重效應。 那么縱向兼任高管是發揮監督效應、緩解第一類代理沖突， 還是發揮掏空效應、加劇第二類代理沖突？ 本文基于委托代理理論， 對縱向兼任高管與股權融資成本之間的關系進行分析。

從監督效應假說出發， 縱向兼任高管便于大股東監督管理者的行為， 有利于提高企業會計信息質量[6] ， 從而降低股權融資成本。 縱向兼任高管可降低股東與管理層之間的信息不對稱， 抑制管理層獲取私有收益的行為， 有利于減少管理層對會計信息的操縱， 降低公司違規傾向和頻率[7] ， 從而提高上市公司會計信息質量[6] 。 而上市公司信息披露質量的提高， 一方面會降低企業與投資者之間的信息不對稱程度， 提高股票流動性[24] ， 降低投資者的交易成本和交易風險， 進而降低股權融資成本[19] ; 另一方面， 會增加投資者對企業經營相關信息的獲取量， 這會降低投資者對企業未來經營風險的預期[25] 、投資者將會承擔的風險[26] 以及投資者所要求的投資回報率[20] ， 進而降低股權融資成本[27] 。

從掏空效應假說出發， 縱向兼任高管便于大股東侵占中小股東的利益， 為大股東攫取私人利益提供渠道[28] ， 加劇大股東對上市公司的掏空[4] ， 從而提高股權融資成本。 一方面， 縱向兼任高管會加強大股東對管理層所做決策的直接干預[2] ， 為大股東通過隧道挖掘占用企業的內部資金和資源提供便利[29] ， 從而惡化上市公司經營業績[30] ， 增加經營風險。 此時投資者會提高股票風險溢價來彌補不確定性風險， 從而會提高企業股權融資成本[23] 。 另一方面， 縱向兼任高管會增強大股東的掏空動機和能力， 為大股東進行與擔保相關的關聯交易提供渠道， 加劇大股東對中小股東利益的侵占[31] ， 損害上市公司的價值[4] ， 導致投資者承擔更多預期無法分散的風險， 從而投資者會要求更高的投資回報， 由此提高公司的股權融資成本[32] 。

綜上， 縱向兼任高管既可以作為大股東監督管理者的有效方式， 發揮監督效應， 緩解第一類代理沖突， 提高上市公司會計信息質量， 進而降低股權融資成本; 也可能成為大股東侵占中小股東利益的渠道， 發揮掏空效應， 加劇第二類代理沖突， 從而加劇大股東侵占上市公司利益的行為， 進而提高股權融資成本。 那么縱向兼任高管對股權融資成本的影響效應中， 是監督效應還是掏空效應居于支配地位呢？

基于以上分析， 本文提出以下競爭性假設：

假設1a： 上市公司縱向兼任高管會降低股權融資成本。

假設1b： 上市公司縱向兼任高管會提高股權融資成本。

（二）縱向兼任高管、兼任職務類別與股權融資成本

從權力差異角度分析， 在我國企業中董事長是總經理的上級， 兩者先天的權力差距使得各自具有不同的權力配置， 這會影響企業的經營決策， 進而影響企業的經營效果[33] 。 通常情況下， 上市公司董事長是企業的法人代表， 其對企業的發展具有重大決策權， 而上市公司總經理需要執行董事長的決定， 向董事長負責。 由上述分析可知， 與總經理比較而言， 董事長在企業中擁有更大的權力[34] 。 縱向兼任高管會以兩種不同的方式影響企業股權融資成本， 而高管所擁有的權力大小將決定兩種影響最終發揮作用的大小。 因此， 與總經理相比較而言， 擁有更大權力的董事長縱向兼任， 不管是產生監督效應還是掏空效應， 均會對股權融資成本有更顯著的影響。

從利益代表差異角度分析， 在上市公司中， 董事長與總經理職責相分離是一種有效的公司治理方式。 董事長和總經理各自代表不同相關方的利益： 董事長是股東權益的最高代表， 負責委派和任命總經理并監督其工作; 總經理是管理層利益的最高代表， 負責有效執行董事長制定的公司戰略[33] 。 因此， 董事長或總經理縱向兼任對股權融資成本的影響程度必然存在一定差異。 基于監督效應和掏空效應， 董事長與股東為一致利益人， 董事長以股東利益最大化為目標， 因此縱向兼任董事長不僅更加便于大股東監督管理者， 也更加便于大股東掏空上市公司; 而總經理僅代表管理層的利益， 縱向兼任總經理實現了大股東所有權和經營權的統一， 其監督和掏空作用均相對較弱[29] 。 因此， 無論縱向兼任高管對股權融資成本產生何種效應， 董事長縱向兼任產生的效應都更顯著。

綜上， 董事長代表股東的利益且擁有更大的權力， 因此無論縱向兼任高管對股權融資成本發揮降低效應還是提高效應， 相比總經理縱向兼任而言， 董事長縱向兼任對股權融資成本的影響都更顯著。 基于此， 本文提出以下競爭性假設：

假設2a： 相比總經理縱向兼任， 董事長縱向兼任對股權融資成本的降低效應更顯著。

假設2b： 相比總經理縱向兼任， 董事長縱向兼任對股權融資成本的提高效應更顯著。

四、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

受2007年會計準則變更和股權融資成本度量方法的影響， 本文選取2008 ～ 2019年我國A股上市公司作為研究樣本， 借鑒鄭杲娉等[4] 、潘紅波等[35] 的研究， 樣本的篩選情況如下： ①剔除ST、PT上市公司; ②剔除金融類上市公司; ③為了排除政治因素的影響， 剔除政府部門直接控制的上市公司; ④剔除eps2-eps1<0（eps1、eps2分別為分析師預測的t+1、t+2年每股收益均值）的上市公司; ⑤剔除數據存在缺失值的樣本公司。 對樣本數據中的所有連續變量進行了上下1%水平上的縮尾處理。 本文所有相關數據均來自國泰安數據庫， 并利用Stata 15.0進行統計分析。

（二）變量定義

1. 被解釋變量： 股權融資成本（CEF）。 在我國， 事前股權融資成本估計模型要優于事后[36] ， 其中OJN模型和PEG模型對我國資本市場的適用性更強。 由于OJN模型數據便于獲得， 且不受股利支付的限制， 無需對賬面價值和ROE進行估計， 受到的限制較少， 因此本文借鑒Ohlson和Juettner-Nauroth[37] 的研究， 選取OJN模型來估計股權融資成本。 OJN模型計算公式如下：

（1）

其中： γ-1為長期盈余增長率， 參考前人的研究， 將其設定為0.05; δ為目標年度前三年的股利支付率均值; P0為目標年度上年末的股票收盤價; eps1、eps2分別為分析師預測的t+1、t+2年每股收益均值。

2. 解釋變量： 縱向兼任高管（AM）。 縱向兼任高管（AM）為虛擬變量。 借鑒鄭杲娉等[4] 的研究， 如果大股東是自然人， 某上市公司的董事長或總經理為第一大股東或實際控制人， 或者大股東是法人， 某上市公司的董事長或總經理在第一大股東處或者實際控制人處任職， 那么縱向兼任高管（AM）取值為1， 否則為0。

3. 調節變量： 兼任職務類別（AM_BOARD/AM_CEO）。 為了對比董事長和總經理縱向兼任對上市公司股權融資成本的不同影響， 借鑒鄭杲娉等[4] 的研究， 將縱向兼任高管（AM）分為董事長縱向兼任（AM_BOARD）和總經理縱向兼任（AM_CEO）兩組， 同時剔除兩職合一縱向兼任的情況。

4. 控制變量。 本文借鑒葉陳剛等[38] 、程小可等[10] 對股權融資成本的相關研究， 選取公司規模（Size）、β系數（Beta）、盈利能力（ROA）、財務杠桿（Lev）、賬面市值比（BM）等控制變量， 并且控制了行業和年度效應， 同時依據公司和年度進行聚類處理。

各變量定義及說明如表1所示。

（三）模型設計

基于以上分析， 為檢驗假設1， 本文構建如下模型：

CEF=β0+β1AM+β2Size+β3Beta+β4ROA+

β5Lev+β6BM+β7Growth+β8Turnover+β9Indep+

β10Top1+β11Age+β12Payoff+β13Volatility+

β14Fund+β15Analyst+β16Capital+β17SOE+Year+

Industry+ε? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （2）

模型（2）用于檢驗縱向兼任高管（AM）對股權融資成本的影響。 若AM的系數β1顯著為負， 則表明縱向兼任高管會降低企業股權融資成本， 即假設1a成立; 若AM的系數β1顯著為正， 則表明縱向兼任高管會提高企業股權融資成本， 即假設1b成立。

為檢驗假設2， 本文將總樣本分為董事長縱向兼任（AM_BOARD）和總經理縱向兼任（AM_CEO）兩組， 然后進行分組回歸。

五、實證結果及穩健性檢驗

（一）描述性統計

本文對模型中各個變量進行了描述性統計， 結果如表2所示。

由表2可知， 股權融資成本（CEF）的均值為0.133， 與葉陳剛等[38] 計算的股權融資成本均值基本一致， 表明本文計算的股權融資成本的可靠性較高; 其最大值為0.291， 最小值為0.057， 這表明各上市公司的股權融資成本存在較大差異。 縱向兼任高管（AM）的均值為0.594， 說明有59.4%的上市公司運用縱向兼任高管這一治理方式， 與鄭杲娉等[4] 的研究結果57.26%基本一致， 表明縱向兼任高管這一特殊治理方式在我國上市公司中得到普遍應用。 企業規模（Size）、β系數（Beta）、總資產收益率（ROA）等控制變量的描述性統計結果均分布在合理范圍內， 且與前人研究基本保持一致。

（二）均值—中位數差異檢驗

本文進行了均值—中位數差異檢驗， 結果如表3所示。

由表3可知， 采用縱向兼任高管這一公司治理機制的上市公司， 其股權融資成本均值（0.134）和中位數（0.127）均大于未采用縱向兼任高管治理機制上市公司的均值（0.131）和中位數（0.124）， 經過均值T檢驗和中位數Z檢驗， 兩者在1%的水平上存在顯著差異， 初步支持了假設1b。

（三）相關性分析

為了檢驗主要變量之間是否存在嚴重的共線性， 本文進行了Pearson相關性分析。 結果發現各變量間的相關性系數均小于0.5， 說明本文變量選取合理。

（四）多元回歸分析

為了考察縱向兼任高管對企業股權融資成本的影響， 本文對模型（2）進行回歸， 回歸結果如表4所示。

由表4可知， 三組回歸結果的F值均在1%的水平上顯著， 并且調整后R2均接近于30%， 說明回歸模型不僅在總體上具有良好的顯著性， 其對股權融資成本的解釋能力也較強。

在全樣本中， 縱向兼任高管（AM）與股權融資成本（CEF）的回歸系數為0.002， 且在1%的水平上顯著。 這表明縱向兼任高管與股權融資成本顯著正相關， 即縱向兼任高管會提高企業股權融資成本， 驗證了假設1b。

從高管異質性角度區分兼任職務類別后， 董事長縱向兼任（AM_BOARD）與股權融資成本（CEF）的回歸系數為0.002， 且在1%的水平上顯著; 而總經理縱向兼任（AM_CEO）經統計檢驗不顯著。 這表明與總經理縱向兼任相比而言， 董事長縱向兼任對企業股權融資成本的提高效應更顯著， 驗證了假設2b。

（五）穩健性檢驗

1. 替換股權融資成本的衡量方式（PEG模型）。 本文借鑒Easton[39] 、張修平等[21] 的研究， 采用市盈率增長模型（PEG模型）替換股權融資成本（CEF）的衡量方式， 以對主假設回歸結果進行穩健性檢驗。 PEG模型計算公式如下：

（3）

其中： P0為目標年度上年末的股票收盤價; eps1、eps2分別為分析師預測的t+1、t+2年每股收益均值。 變量定義與OJN模型相同。

改變股權融資成本衡量方式后， 主假設回歸結果如表5所示。

由表5可知， 全樣本中縱向兼任高管與股權融資成本的回歸系數為0.002， 且在1%的水平上顯著， 這表明縱向兼任高管與股權融資成本顯著正相關， 驗證了假設1b。 在按兼任職務類別分組后， 董事長縱向兼任與股權融資成本的回歸系數為0.002， 且在1%的水平上顯著， 而總經理縱向兼任經統計檢驗不顯著， 這表明與總經理縱向兼任相比而言， 董事長縱向兼任對股權融資成本的提高效應更顯著， 驗證了假設2b。 該回歸結果與前文主假設回歸結果完全吻合， 說明結論可靠。

2. 替換縱向兼任高管的衡量方式。 本文借鑒潘紅波、韓芳芳[6] 的研究， 重新定義縱向兼任高管并運用多元回歸分析進行實證檢驗。 潘紅波、韓芳芳[6] 對縱向兼任高管（AM）的定義為： 上市公司董事長或總經理到大股東（前十大股東）單位兼任董事或高管， 或大股東（前十大股東）的董事或高管到上市公司兼任董事長或總經理， 若滿足該定義， 則AM取1， 否則取0。

改變縱向兼任高管衡量方式后， 主假設回歸結果如表6所示。

由表6可知， 全樣本中縱向兼任高管與股權融資成本的回歸系數為0.002， 且在1%的水平上顯著， 這表明縱向兼任高管與股權融資成本的正相關關系仍然成立， 進一步驗證了假設1b。 在按兼任職務類別分組后， 董事長縱向兼任與股權融資成本的回歸系數為0.002， 且在5%的水平上顯著， 而總經理縱向兼任經統計檢驗依然不顯著， 再次證明與總經理縱向兼任相比而言， 董事長縱向兼任更能顯著提高企業的股權融資成本， 進一步驗證了假設2b。 該結果再次證明了前文主假設回歸結果是可靠的。

3. 內生性問題。

（1）傾向得分匹配（PSM）。 為了解決內生性問題， 參考潘紅波、張哲[35] 的研究思路， 采用傾向得分匹配（PSM）方法進行檢驗。 本文采用核匹配作為整體匹配法， 使用核函數對匹配個體之間不同的距離賦予相應的權重。 本文應用核匹配的核函數為二次核， 帶寬為0.06， 匹配后幾乎不損失樣本， 各變量匹配后標準化差異均小于10%， 滿足平衡性檢驗。 將匹配后的樣本重新進行多元回歸分析， 回歸結果如表7所示。

由表7可知， 進行傾向得分匹配（PSM）后， 全樣本中縱向兼任高管與股權融資成本在1%的水平上顯著正相關， 驗證了假設1b。 按兼任職務類別分組后， 董事長縱向兼任與股權融資成本在1%的水平上顯著正相關， 總經理縱向兼任經統計檢驗不顯著， 驗證了假設2b。 該結果與前文結論完全吻合， 說明結論穩健。

（2）滯后一期。 為了解決解釋變量可能帶來的內生性問題， 本文借鑒衛聰慧等[12] 的研究， 選取滯后一期的縱向兼任高管（L.AM）及區分高管異質性后滯后一期的董事長縱向兼任（L.AM_BOARD）和滯后一期的總經理縱向兼任（L.AM_CEO）， 觀察各滯后變量與股權融資成本的關系。 回歸結果如表8所示。

由表8可知， 滯后一期的縱向兼任高管與股權融資成本在5%的水平上顯著正相關， 滯后一期的董事長縱向兼任與股權融資成本在5%的水平上顯著正相關， 而滯后一期的總經理縱向兼任與股權融資成本在統計上不顯著。 該結果再次驗證了假設1b和假設2b， 說明本文結論是穩健的。

六、影響機制檢驗

由上述實證結果可知， 縱向兼任高管會提高股權融資成本。 那么縱向兼任高管是通過怎樣的傳導機制來影響股權融資成本的呢？ 下面將進一步分析與檢驗該問題。 本文借鑒Jiang等[30] 的研究， 選取大股東資金占用OREC（其他應收款占總資產比例）和與擔保相關的關聯交易（與擔保相關的關聯交易額占總資產比例RPT、與擔保相關的關聯交易次數NRPT）作為大股東掏空（Tunnel）的代理變量， 以進行影響機制檢驗。 借鑒溫忠麟、葉寶娟[40] 的中介效應檢驗程序， 來驗證縱向兼任高管對股權融資成本的影響機制。 具體模型如下所示：

Tunnel=α0+α1AM+α2Size+α3Beta+α4ROA+

α5Lev+α6BM+α7Growth+α8Turnover+α9Indep+

α10Top1+α11Age+α12Payoff +α13Volatility+

α14Fund+α15Capital+α16Analyst+α17SOE+

Industry+Year+ε? （4）

CEF=γ0+γ1AM+γ2Tunnel+γ3Size+γ4Beta+

γ5ROA+γ6LEV+γ7BM+γ8Growth+γ9Turnover+

γ10Indep+γ11Top1+γ12Age+γ13Payoff +

γ14Volatility+γ15Fund+γ16Capital+γ17Analyst+

γ18SOE+Industry+Year+ε? ?（5）

影響機制檢驗結果如表9所示。

由表9可知， 模型（2）中AM的系數β1顯著為正， 模型（4）中AM的系數α1顯著為正， 模型（5）中Tunnel（OREC、RPT和NRPT）的系數γ2顯著為正， 表明間接效應顯著。 進一步檢驗是完全中介、部分中介還是遮掩效應， 模型（5）中AM的系數γ1顯著為正， 且α1γ2也顯著為正。 由此， 大股東掏空的部分中介效應得以驗證。 這表明縱向兼任高管通過加劇大股東資金占用以及與擔保相關的關聯交易進而提高企業的股權融資成本。

七、進一步分析

（一）股權制衡度的影響

本文借鑒衛聰慧等[12] 的研究， 以第二至第五大股東與第一大股東持股比例之比衡量股權制衡度。 股權制衡度高于年度行業中位數時， 該觀測值位于高股權制衡度組， 否則位于低股權制衡度組。 具體回歸結果如表10所示。

由表10可知， 在股權制衡度低的組中， 縱向兼任高管對股權融資成本的影響更顯著， 在股權制衡度高的組中該影響不顯著。 這表明上市公司多個大股東之間的制衡程度較低時， 其對大股東兼任高管發揮掏空效應的抑制作用較弱， 從而強化了縱向兼任高管提高股權融資成本的效應。

（二）董事會規模的影響

本文借鑒王化成等[32] 的研究， 用董事會人數的自然對數衡量董事會規模。 董事會規模大于年度行業中位數時， 該觀測值位于董事會規模大組， 否則位于董事會規模小組。 具體回歸結果如表10所示。

由表10可知， 董事會規模小的組中， 縱向兼任高管對股權融資成本的影響更顯著， 在董事會規模大的組中該影響不顯著。 這表明在董事會規模較小的上市公司， 董事會人數較少， 對大股東通過兼任高管實施掏空行為的抑制能力有限， 進而加強了縱向兼任高管提高股權融資成本的效應; 同時也表明董事會規模較大的上市公司對大股東通過兼任高管實施掏空行為的抑制能力較強， 從而削弱了縱向兼任高管對股權融資成本的提高效應。

（三）兼任強度的影響

本文參考張桂玲等[29] 的方法定義兼任強度指標AM_str。 上市公司僅有總經理縱向兼任時， AM_str取值為1; 僅有董事長縱向兼任時， 取值為2; 同時有總經理和董事長縱向兼任時， 取值為3; 不存在縱向兼任高管時， 取值為0。 用AM_str替代模型（2）中的AM后進行多元回歸分析， 回歸結果如表11所示。

由表11可知， 兼任強度AM_str的系數為0.001， 且在1%的水平上顯著， 這表明兼任強度與股權融資成本顯著正相關， 即兼任強度越大， 上市公司的股權融資成本越高。 該結果一方面驗證了假設2b的合理性， 另一方面表明當上市公司同時存在董事長和總經理兼任時， 縱向兼任高管對股權融資成本的提高效應最顯著。

（四）審計質量的影響

本文參考一般文獻的做法， 采用審計師是否來自國際“四大”會計師事務所衡量審計質量。 審計師來自國際“四大”時， 該觀測值位于審計質量高組， 否則位于審計質量低組。 具體回歸結果如表11所示。

由表11可知， 在審計質量低的組中縱向兼任高管與股權融資成本的正相關關系更顯著， 反之不顯著。 這表明對于審計質量低的企業， 外部審計所能發揮的監督作用有限， 那么外部審計師對大股東兼任高管引發的掏空行為抑制作用有限， 因此會加強縱向兼任高管與股權融資成本的正相關關系; 同時表明企業審計質量越高， 就會獲得越多的外部審計監督， 從而會越強烈地抑制縱向兼任高管與股權融資成本的正相關關系。

八、結論及建議

本文通過實證分析縱向兼任高管對股權融資成本的作用機理， 發現縱向兼任高管與股權融資成本存在顯著的正相關關系， 即縱向兼任高管會提高股權融資成本。 區分高管異質性后， 發現擁有更大權力的董事長縱向兼任對股權融資成本的提高效應更顯著。 對上述結論進行穩健性檢驗后， 兩者之間的正相關關系依然成立。 通過機制檢驗發現， 縱向兼任高管加劇了大股東掏空行為， 使得企業的股權融資成本提高。 進一步分析發現， 兼任強度越大、股權制衡度越低、董事會規模越小、審計質量越低的上市公司， 縱向兼任高管與股權融資成本的正相關關系越顯著。 以上結論與我國實際情況和制度環境相符。

基于以上分析， 本文提出如下建議：

第一， 盡管從1998年至今， 證監會持續提出了“三分開”“五分開”“三分開， 兩獨立”的原則， 但是我國上市公司縱向兼任高管現象依然普遍存在， 并且本文從股權融資視角研究發現縱向兼任高管發揮著掏空效應。 因此， 一方面， 證監會應與時俱進， 根據我國當前實際情況進一步完善和落實“三分開， 兩獨立”等限制大股東兼任上市公司高管的政策， 嚴格監管上市公司的經濟活動; 另一方面， 我國立法司法機構應不斷完善投資者保護法， 建立健全中小投資者利益保護機制， 維護中小投資者利益， 促使資本市場更加公平公正。

第二， 本文發現兼任強度、股權制衡度、董事會規模、審計質量等公司治理因素會影響縱向兼任高管與股權融資成本間的關系。 公司治理水平越低， 對縱向兼任高管掏空效應的抑制作用就越弱， 就越會強化縱向兼任高管對企業股權融資成本的負面影響。 因此， 我國企業應不斷完善內外部公司治理方式， 加強股權治理等內部治理機制的監督作用， 同時也要注重審計師等外部治理力量的作用， 使得大股東掏空行為得到有效制約， 從而弱化縱向兼任高管對股權融資成本帶來的負面效應。

【 主 要 參 考 文 獻 】

[1] Claessens S.， Djankov S.， Lang L. H. P.. The Separation of Ownership and Control in East Asian Corporations[ J].Journal of Financial Economics，2000（58）：81 ～ 112.

[2] 閆珍麗，梁上坤，袁淳.高管縱向兼任與企業投資效率：促進還是抑制[ J].管理工程學報，2021（3）：56 ～ 63.

[3] 中國證券監督管理委員會.上市公司治理準則（2018修訂）.2018-09-30.

[4] 鄭杲娉，薛健，陳曉.兼任高管與公司價值：來自中國的經驗證據[ J].會計研究，2014（11）：24 ～ 29+96.

[5] Anderson R. C.， Reeb D. M.. Founding-Family Ownership and Firm Performance： Evidence from the S&P 500[ J].The Journal of Finance，2003（58）：1301 ～ 1328.

[6] 潘紅波，韓芳芳.縱向兼任高管、產權性質與會計信息質量[ J].會計研究，2016（7）：19 ～ 26+96.

[7] 喬菲，文雯，徐經長.縱向兼任高管能抑制公司違規嗎？[ J].經濟管理，2021（5）：176 ～ 191.

[8] Claessens S.， Djankov S.， Fan J. P. H.， Lang L. H. P.. Disentangling the Incentive and Entrenchment Effects of Large Shareholdings[ J].The Journal of Finance，2002（57）：2741 ～ 2771.

[9] Chen X.， Yang C.. Vertical Interlock and the Value of Cash Holdings[ J].Accounting and Finance，2021（61）：561 ～ 593.

[10] 程小可，沈昊旻，高升好.貿易摩擦與權益資本成本[ J].會計研究，2021（2）：61 ～ 71.

[11] Villalonga B.， Amit R.. How Do Family Ownership， Control and Management Affect Firm Value？[ J].Journal of Financial Economics，2006（80）：385 ～ 417.

[12] 衛聰慧，劉嫦，孫洪鋒.縱向兼任高管、產權性質與審計收費[ J].審計與經濟研究，2021（2）：52 ～ 62.

[13] 蔣琰，陸正飛.公司治理與股權融資成本——單一與綜合機制的治理效應研究[ J].數量經濟技術經濟研究，2009（2）：60 ～ 75.

[14] Ashbaugh-Skaife H.， Collins D. W.， Kinney W. R.， Lafond R.. The Effect of SOX Internal Control Deficiencies on Firm Risk and Cost of Equity[ J].Journal of Accounting Research，2009（47）：1 ～ 43.

[15] Bebchuk L. A.， Cremers K. J. M.， Peyer U. C.. The CEO Pay Slice[ J].Journal of Financial Economics，2011（102）：199 ～ 221.

[16] Persakis A.， Iatridis G. E.. The Joint Effect of Investor Protection， IFRS and Earnings Quality on Cost of Capital： An International Study[ J].Journal of International Financial Markets， Institutions and Money，2017（46）：1 ～ 29.

[17] 姜付秀，支曉強，張敏.投資者利益保護與股權融資成本——以中國上市公司為例的研究[ J].管理世界，2008（2）：117 ～ 125.

[18] 代昀昊.機構投資者、所有權性質與權益資本成本[ J].金融研究，2018（9）：143 ～ 159.

[19] Saad M.， Samet A.. Liquidity and the Implied Cost of Equity Capital[ J].Journal of International Financial Markets， Institutions and Money，2017（51）：15 ～ 38.

[20] 曾穎，陸正飛.信息披露質量與股權融資成本[ J].經濟研究，2006（2）：69 ～ 79+91.

[21] 張修平，李昕宇，盧闖，宋秀慧.資產質量影響企業權益資本成本嗎？[ J].會計研究，2020（2）：43 ～ 59.

[22] 甘麗凝，陳思，胡珉，王俊秋.管理層語調與權益資本成本——基于創業板上市公司業績說明會的經驗證據[ J].會計研究， 2019（6）：27 ～ 34.

[23] 趙玉潔，萬貽健，方瑄.關鍵審計事項披露能否降低上市公司的股權融資成本？[ J].審計研究，2020（6）：59 ～ 67.

[24] Glosten L. R.， Milgrom P. R.. Bid， Ask and Transaction Prices in a Specialist Market with Heterogeneously Informed Traders[ J].Journal of Financial Economics，1985（14）：71 ～ 100.

[25] Diamond D. W.， Verrecchia R. E.. Disclosure， Liquidity， and the Cost of Capital[ J].The Journal of Finance，1991（46）：1325 ～ 1359.

[26] 汪煒，蔣高峰.信息披露、透明度與資本成本[ J].經濟研究，2004（7）：107 ～ 114.

[27] 支曉強，何天芮.信息披露質量與權益資本成本[ J].中國軟科學，2010（12）：125 ～ 131.

[28] Shleifer A.， Vishny R. W.. A Survey of Corporate Governance[ J].The Journal of Finance，1997（52）：737 ～ 783.

[29] 張桂玲，線婷婷，王林江.縱向兼任高管、產權性質與企業投資效率[ J].中央財經大學學報，2020（1）：70 ～ 88.

[30] Jiang G. H.， Lee C. M. C.， Yue H.. Tunneling Through Intercorporate Loans： The China Experience[ J].Journal of Financial Economics，2010（98）：1 ～ 20.

[31] Fisman R.， Wang Y. X.. Trading Favors Within Chinese Business Groups[ J].American Economic Review，2010（100）：429 ～ 433.

[32] 王化成，王欣，高升好.控股股東股權質押會增加企業權益資本成本嗎——基于中國上市公司的經驗證據[ J].經濟理論與經濟管理，2019（11）：14 ～ 31.

[33] 段夢然，王玉濤，徐瑞遙.兩職分離背景下高管權力差距與投資效率[ J].管理評論，2021（8）：196 ～ 210.

[34] Kato T.， Long C.. CEO Turnover， Firm Performance， and Enterprise Reform in China： Evidence from Micro Data[ J].Journal of Comparative Economics，2006（34）：796 ～ 817.

[35] 潘紅波，張哲.控股股東干預與國有上市公司薪酬契約有效性：來自董事長/CEO縱向兼任的經驗證據[ J].會計研究，2019（5）：59 ～ 66.

[36] 毛新述，葉康濤，張頔.上市公司權益資本成本的測度與評價——基于我國證券市場的經驗檢驗[ J].會計研究，2012（11）：12 ～ 22+94.

[37] Ohlson J.A.， Juettner-Nauroth B. E.. Expected EPS and EPS Growth as Determinants of Value[ J].Review of Accounting Studies，2005（10）：349 ～ 365.

[38] 葉陳剛，王孜，武劍鋒，李惠.外部治理、環境信息披露與股權融資成本[ J].南開管理評論，2015（5）：85 ～ 96.

[39] Easton P. D.. PE Ratios， PEG Ratios， and Estimating the Implied Expected Rate of Return on Equity Capital[ J].The Accounting Review，2004（79）：73 ～ 95.

[40] 溫忠麟，葉寶娟.中介效應分析：方法和模型發展[ J].心理科學進展，2014（5）：731 ～ 745.

【作者單位】首都經濟貿易大學會計學院， 北京 100071